■史何新 楊為民 陳 嬈 北京農(nóng)學(xué)院

由于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文采用1990—2010年共21個(gè)我國貨物周轉(zhuǎn)量及不同運(yùn)輸方式下線路里程的數(shù)據(jù)進(jìn)行OLS回歸分析，得出鐵運(yùn)、公路、水云以及民航等不同運(yùn)輸方式對(duì)我國貨物周轉(zhuǎn)量的影響程度，對(duì)提高我國貨物流通效率提出一些規(guī)范性建議。

一、模型設(shè)定

貨物周轉(zhuǎn)量是指在一定時(shí)期內(nèi)，由各種運(yùn)輸工具運(yùn)送的貨物數(shù)量與其相應(yīng)運(yùn)輸距離的乘積之總和。該指標(biāo)是計(jì)算運(yùn)輸效率、勞動(dòng)生產(chǎn)率以及核算運(yùn)輸單位成本的主要基礎(chǔ)指標(biāo)。計(jì)算公式為：貨物周轉(zhuǎn)量=∑（貨物運(yùn)輸量×運(yùn)輸距離）。從計(jì)算公式可以看出，在貨物量一定的情況下，貨物周轉(zhuǎn)量受運(yùn)輸距離的影響，而衡量運(yùn)輸距離的較為直接的變量即為不同運(yùn)輸工具選擇下運(yùn)輸線路里程。

眾所周知，運(yùn)輸方式包括鐵運(yùn)、公運(yùn)、水運(yùn)以及航運(yùn)四種，因此本文主要引入以下四個(gè)解釋變量：X1表示鐵路運(yùn)輸線路里程；X2表示公路運(yùn)輸線路里程；X3表示內(nèi)河航道運(yùn)輸線路里程；X4表示民航運(yùn)輸線路里程，對(duì)被解釋變量Y：貨物周轉(zhuǎn)量，進(jìn)行初步OLS回歸分析。

設(shè)定多元線性回歸模型為：Y=B0+B1X1+B2X2+B3X3+B4X4+μ

二、數(shù)據(jù)的收集

本文數(shù)據(jù)均通過我國統(tǒng)計(jì)年鑒相關(guān)年份數(shù)據(jù)的查詢獲得，選用1990—2010年我國貨物周轉(zhuǎn)量以及鐵路、公路、內(nèi)河航路和民航運(yùn)輸線路里程數(shù)據(jù)對(duì)上述建立的模型進(jìn)行回歸分析。

三、模型分析與調(diào)整

1.模型的參數(shù)估計(jì)

利用EVIEWS軟件，對(duì)上述模型進(jìn)行OLS估計(jì)。

（1）經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

X1系 數(shù) 為22107.60，X2的 系 數(shù) 為189.8033，X3的 系 數(shù)為-10805.14，X4系數(shù)為-18.76216。依據(jù)經(jīng)驗(yàn)可知可知解釋變量X1、X2均符合經(jīng)濟(jì)意義，X3、X4與經(jīng)驗(yàn)相違背。

（2）統(tǒng)計(jì)意義檢驗(yàn)

由回歸結(jié)果可得R2=0.977518，F(xiàn)檢驗(yàn)值為173.9163，模型擬合情況較好。在α水平為0.05，樣本自由度為21時(shí)，只有解釋變量X4的t檢驗(yàn)值不顯著，不通過檢驗(yàn)，同時(shí)X3的系數(shù)也不符合經(jīng)濟(jì)意義。而從實(shí)際意義上講，貨物周轉(zhuǎn)量與水路和航運(yùn)線路里程的變化應(yīng)該是同步的。故對(duì)上述模型進(jìn)行檢驗(yàn)，并進(jìn)行修正，改進(jìn)建立的模型。

2.多重共線性的檢驗(yàn)與修正

通過Eviews7.0得出X1、X2、X3、X4各解釋變量的相關(guān)系數(shù)矩陣，從該矩陣中可以看出各解釋變量相互之間的相關(guān)系數(shù)較高，存在嚴(yán)重的多重共線性，因此采用逐步回歸（逐步增加法）對(duì)模型進(jìn)行修正。

首先，分別做Y與X1、X2、X3、X4各解釋變量間的OLS回歸，得到估計(jì)結(jié)果分別為：

從以上四個(gè)分析結(jié)果看出，Y用X2解釋所得的回歸方程擬合優(yōu)度最高（R2=0.941），因此選擇第一個(gè)方程做為基準(zhǔn)的回歸模型。即Y=-775.9038+300.5676X2（方程4—1）。在此基礎(chǔ)上，依次將其他解釋變量加入方程4—1，通過比較相繼添加進(jìn)去的變量對(duì)原有模型擬合優(yōu)度及顯著性的影響，確定影響貨物周轉(zhuǎn)量的主要因素為X1、X2、X3，由于常數(shù)項(xiàng)c的t檢驗(yàn)值并不顯著，剔除常數(shù)c，最終確定方程具體表達(dá)式為：Y=21046.72X1+187.9258X2+-10671.47X3+μ。

3.異方差的檢驗(yàn)與修正

（1）異方差的檢驗(yàn)—White檢驗(yàn)

利用White檢驗(yàn)法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诋惙讲睿蓹z驗(yàn)結(jié)果可知，Obs*R-square對(duì)應(yīng)得P值為0.0272<0.05，因此拒絕原假設(shè)，此模型存在異方差。

（2）異方差的修正—WLS

運(yùn)用WLS法對(duì)模型存在的異方差進(jìn)行校正，選取權(quán)數(shù)w=1/resid2，得到回歸估計(jì)結(jié)果，各解釋變量的顯著性有所增強(qiáng)，同時(shí)模型擬合度顯著增加。

4.序列相關(guān)性的檢驗(yàn)與修正

采用DW法判斷模型是否存在序列相關(guān)性，本文樣本數(shù)n=21，解釋變量k=3，查DW檢驗(yàn)上下界表可得：dl=1.13，du=1.54，無自相關(guān)區(qū)域?yàn)?.54

5.模型最終分析

通過上述模型檢驗(yàn)與校正，最終確立模型為：

模型中X3的系數(shù)為負(fù)值，考慮到內(nèi)河航道里程是指在一定時(shí)期內(nèi)，能通航運(yùn)輸船舶及排筏的天然河流、湖泊水庫、運(yùn)河及通航渠道的長度。而且，本文模型被解釋變量是貨物周轉(zhuǎn)量，衡量貨物運(yùn)輸周轉(zhuǎn)率的指標(biāo)，水運(yùn)貨物在量上能夠凸顯其效用，但是在周轉(zhuǎn)率上由于運(yùn)輸線路的特殊性，運(yùn)輸工具運(yùn)轉(zhuǎn)的復(fù)雜性，同時(shí)可能由于統(tǒng)計(jì)指標(biāo)間存在一定的誤差原因，導(dǎo)致系數(shù)為負(fù)，但是同樣可以看出水運(yùn)對(duì)我國貨物周轉(zhuǎn)量有一定的影響。

四、總結(jié)及建議

本文運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，研究不同運(yùn)輸方式對(duì)我國貨物周轉(zhuǎn)量的影響程度，通過OLS回歸分析可得，對(duì)我國貨物周轉(zhuǎn)量影響程度最大的是鐵路運(yùn)輸，其次是公路運(yùn)輸；水運(yùn)方式在α=0.05水平下對(duì)貨物流通效率呈現(xiàn)負(fù)影響，因?yàn)楸疚谋唤忉屪兞繛樨浳镏苻D(zhuǎn)量，衡量的是貨物流通效率，而不是貨物量，水運(yùn)以其容積大，在貨物量上的影響很顯著，但由于其運(yùn)輸線路的特殊性以及運(yùn)轉(zhuǎn)的復(fù)雜性，所以水運(yùn)方式呈現(xiàn)負(fù)影響?；趯?shí)證分析結(jié)論，對(duì)提高我國貨物周轉(zhuǎn)效率提出一些建議：

1.綜合調(diào)度最佳的配送線路和運(yùn)輸方式

在流通配送中，要達(dá)到高效率流通，做到時(shí)間最少、距離最短、成本最低，必須綜合調(diào)度最佳的配送線路和運(yùn)輸方式。只有合理完善調(diào)配運(yùn)輸線路與運(yùn)輸工具，才能不斷加強(qiáng)產(chǎn)銷銜接點(diǎn)，縮短運(yùn)輸線路，節(jié)省運(yùn)輸時(shí)間，降低運(yùn)輸成本，選擇合適的運(yùn)輸工具，減少貨物在運(yùn)輸過程中的損耗。

2.加大投資力度，改善傳統(tǒng)運(yùn)輸工具

由回歸方程可知，對(duì)我國貨物周轉(zhuǎn)量影響最為顯著的主要是鐵路與公路運(yùn)輸方式，在一定的運(yùn)輸距離下，運(yùn)輸工具要充分快捷、迅速。因此建議要加大貨物運(yùn)輸工具的投資力度，積極改善傳統(tǒng)運(yùn)輸工具的裝備配置，提高傳統(tǒng)運(yùn)輸工具的運(yùn)轉(zhuǎn)效率，只有這樣才能有效減少貨物在流通過程中的損失及運(yùn)輸風(fēng)險(xiǎn)。

3.提高“節(jié)約歷程法”在貨物流通中的應(yīng)用水平

“節(jié)約里程法”的基本思想即是幾何三角形中的“兩邊之和大于第三邊”的定理，在運(yùn)送貨物時(shí)，首先要估計(jì)各目的地之間的距離，計(jì)算連接各目的地到同一線路上的距離節(jié)約值，之后確定初始運(yùn)輸方案的運(yùn)輸線路及運(yùn)輸費(fèi)用，合理安排運(yùn)輸方式以達(dá)到節(jié)約里程的同時(shí)節(jié)約運(yùn)輸時(shí)間，減少運(yùn)輸環(huán)節(jié)及成本。

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